上市后企业的委托代理成本上升，分散的所有权结构不利于股东对经理人的约束，所有权结构对代理成本的负面影响超过了上市带来的外部市场约束及信息披露机制的正面影响。
一、文献综述
(一)国外文献 20世纪70年代，Jensen和Meckling(1976)正式构建起了委托代理成本问题的理论基础和研究框架，系统的研究了公司的所有权结构，并讨论了如何通过经理人持股来保证其决策符合多数股东的利益。公司的所有者还可分为外部股东与内部股东。前者并不拥有投票权，对公司的管理不能形成直接的控制;后者拥有投票权，可以直接影响公司的管理决策。Jensen和Meckling(1976)认为，提高内部股东的持股份额有利于降低公司的委托代理成本。Shleifer和Vishny(1986)研究认为股权越分散，小股东搭便车的现象越明显，企业的代理成本就越高。McConnell和Servaes(1990)研究发现所有权结构与公司代理成本的关系是非线性的，管理层持有股权既可能减少代理成本，也可能增加代理成本，关键取决于管理层的持股比例。Argawal和Mandelker(1987)研究发现管理层持股的公司，其并购与融资决策更符合股东的利益。Barney(1988)探索了员工持股是否可以减少公司的股权资本成本。实证结果与委托代理理论一致，员工持股可以使员工的利益与股东的利益保持一致，并降低股权融资成本。
(二)国内文献 孙永祥和黄祖辉(1999)研究发现中国公司的所有权结构与业绩呈非线性相关，随着股权集中度的提高，托宾Q先升后降徐晓东和陈小悦(2003)讨论了公司控股股东的性质与业绩的关系，他们发现，民营股东控股的企业有更高的利润率和企业价值，原因是民营控股的企业有更为灵活的管理体系和更好的市场约束。张兆国、宋丽梦和张庆(2005)认为，公司债权的比例越高，其代理成本越小，债权投资者和债务条款的约束可以显著缓解企业的委托代理问题。田丽辉(2004)以1994年至1998年中国A股上市公司作为研究样本，得到了相反的结论。他发现公司财务比例的上升反而提高了管理费率，也就是说债务融资并没有有效约束企业的代理问题。田丽辉(2005)还发现，不同所有权性质的企业，债务融资与代理成本的关系存在差异——对于民营企业，这种关系不显著;但对于国有企业，这种关系的显著性较高。
二、研究设计
(一)研究假设 按照公司股权持有人性质可以分为国有股、法人股、机构投资者持股和社会公众股，其中国有股、法人股、机构投资者持股的持股比例较高，而且有能力获取更多的信息，削弱所有者与经营者之间的信息不对称程度，他们为了保护国家或者自身的利益不会采取搭便车的行为，进而能够对经营者形成有效的监督，进而降低代理成本，因此提出本文研究假设：
假设1：公司所有权结构对公司代理成本影响显著，且国有股、法人股、机构投资者持股与公司代理成本负相关。
按照代理理论，控股股东是公司治理中最积极的角色，其为维护自身的经济利益有很强的动机对管理这进行监督，而且，其控股地位也使其有能力通过董事会对管理层的经营行为进行制约，因此，提出本文研究假设：
假设2：股权集中度与公司代理成本显著相关，且控股股东持股比例越高，公司代理成本越低。
(二)变量定义 本文选取如下变量：(1)因变量。分别选取上市前后三年行业调整后的资产周转率的改变量和管理费率的改变量作为代理成本该变量。(2)自变量。本文分析选取国有股持股比例，法人股持股比例，机构投资者持股比例作为所有权指标变量。股权集中度。本文分别选择上市年末第一大股东和前十大股东持股比例作为股权集中度变量。(3)控制变量。本文使用了以下控制变量：企业上市年末的总资产、资产负债率、企业的成立时间和员工人数、是否在中小板上市作为控制变量。变量定义见表(1)。
(三)模型建立 本文建立如下模型：CAi=?琢0+?琢1OWNi+?琢2CONi+?茁1INDi+?茁2YEARi+?茁3CONTROLi+控制变量+?着
其中CA代表代理成本的改变量，在两组回归方程中分别为资产周转率和管理费率，OWN在研究所有权结构的三次回归方程中分别代表上市年末国有股、法人股和机构投资者持股的比例;CON在研究股权集中度的两次回归方程中分别代表上市年末第一大股东和前十大股东的持股比例。本文的多元回归分析还包含了IND[行业]、YEAR[上市年份]、CONTROL[控制权]三个哑变量。属于电信、能源、公用事业和房地产四个相对垄断性行业的样本的IND取值为1，2005年之后上市的企业的YEAR取值为1，国有控股企业的CONTROL取值为1，其他样本的哑变量取值0。
(四)样本选取和模型建立 本文以中国上市企业为研究对象，样本为2005年至2012年A股上市的企业，上市时间以股票上市交易日为准。另外考虑到银行、保险、证券公司等金融类企业的特殊性，剔除了所有金融行业的企业，企业的行业定义以万得资讯金融数据库的一级行业定义为准。
三、实证检验分析
(一)描述性统计显示了样本企业代理成本、所有权结构、财务数据和其他企业特征的分布情况。资产周转率均值和中位数约为0.9，较为接近，最小值仅0.0657，最大值达到10.2229，比较接近正态分布。管理费率的均值和中位数约为7%，最小值仅0.82%，最大值达到21.69%，亦接近正态分布。从所有权结构来看，国有股的持股比例较高，平均持股比例约为40%，考虑到一部分样本为民营企业，不包含国有股，所以国有企业的国有股比例更高，最高值约90%。法人股比例平均值为24.4%，机构投资者平均持股15.3%，不同样本企业的持股比例差异较大。
另外，前十大股东的持股比例平均高达68.8%，其中第一大股东的持股比例平均达到44.8%，股权分布高度集中。上市企业的规模较为分散，规模最大的是中国石油(SH.601857)，上市当年资产为9.9万亿元人民币，规模最小的企业总资产仅2.44亿元。从资本结构看，虽然多数中国企业以银行贷款等间接融资为主，但A股上市企业的杠杆率并不高，平均资产负债率仅为35%，低于发达国家的平均水平。另外，多数上市企业较为年轻，成立时间平均仅为4.57年，当然部分原因是很多A股上市公司在上市前进行了重大的资产重组，为上市而新设企业。
表(3)描述了经行业调整后的代理成本改变量的分布情况。考虑到不同年度和不同行业的企业的代理变量本身可能有很大的差异性，所以仅考虑代理成本本身的变化无法控制年度和行业的外在影响。本文计算了每年每个行业所有上市公司(剔除当年上市的样本企业)的资产周转率和管理费率的平均值，然后用样本企业的代理成本减去该年份该行业的平均值，得到了经行业调整的代理成本。在计算代理成本改变量时，本文使用了Y+1与Y-1、Y+3与Y-3的差异，分别衡量了上市后一年与上市前一年、上市后三年的平均值与上市前三年的平均值的差异。以上方法借鉴了张志刚(2004)的研究方法。从行业调整后代理成本改变量的分布看，其均值和中位数相近，多数样本集中于25%至75%之间，接近于正态分布。所以在后续的分组描述统计中，本文使用了t统计量显示统计显著性，而非z统计量。
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